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Validação da Escala de Representações Mentais de
Prestação de Cuidados para a população portuguesa:
Um estudo numa amostra de pais de bebés de um mês
de idade
Validation of the Portuguese version of the Mental
Representation of Caregiving Scale: A study with a
sample of parents of one-month-old babies
Ana Fonseca1, Bárbara Nazaré2 y Maria Cristina Canavarro3
RESUMO
Este trabalho pretende apresentar os resultados da validação da versão portuguesa da Escala de Representações Mentais de Prestação de Cuidados (ERMPC;
versão original, Mental Representation of Caregiving Scale).
Uma amostra de 500 participantes (267 mulheres), que foram pais há cerca de
um mês de um bebé saudável, preencheu uma ficha de dados sociodemográficos, a
ERMPC, a Escala de Vinculação no Adulto, o Questionário de Confiança Parental
e escalas visuais analógicas para avaliar a experiência de parentalidade.
A versão portuguesa da ERMPC organiza-se em quatro dimensões: 1) Capaci1 Mestre em Psicologia Clínica (Mestrado Integrado). Faculdade de Psicologia e Ciências da Educação da Universidade de Coimbra. Aluna de Doutoramento em Psicologia Clínica (FCT – SFRH/BD/47053/2008) no Programa
Inter-Universitário de Doutoramento em Psicologia Clínica das Faculdades de Psicologia e Ciências da Educação da
Universidade de Coimbra e de Psicologia da Universidade de Lisboa. Rua dos Covões, N. 17, 3750-465 Fermentelos
- Águeda. Telefone: +351 91 772 77 09
Email: [email protected]
2 Mestre em Psicologia Clínica (Mestrado Integrado)
Faculdade de Psicologia e Ciências da Educação da Universidade de Coimbra
Aluna de Doutoramento em Psicologia da Saúde (FCT – SFRH/BD/43204/2008) na Faculdade de Psicologia e Ciências da Educação da Universidade de Coimbra.
3 Doutorada em Psicologia Clínica. Faculdade de Psicologia e Ciências da Educação da Universidade de Coimbra
Professora Catedrática na Faculdade de Psicologia e Ciências da Educação da Universidade de Coimbra.
ARTÍCULO PP: 161-182
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dade e disponibilidade para a prestação de cuidados; 2) Capacidade de reconhecer
as necessidades dos outros; 3) Motivações focadas no self para prestar cuidados;
e 4) Avaliação dos outros como merecedores de ajuda. A ERMPC apresenta bons
indicadores de fiabilidade e de validade. A escala mostrou-se adequada para utilização na população portuguesa, tanto em contexto de investigação como em contexto clínico.
Palavras-chave: Escala de representações mentais de prestação de cuidados; Fiabilidade; Prestação de cuidados; Representações mentais; Validade.
ABSTRACT:
The representational models of caregiving drive the caregiving behavioral system, particularly in the case of parent-child interactions. This study aims to present
the validation results of the Portuguese version of the Mental Representation of
Caregiving Scale (ERMPC).
A sample of 500 participants (267 women), parents of one-month-old healthy
babies, filled out a form with sociodemographic and clinical data, the ERMPC, the
Adult Attachment Scale, the Confidence Parental Questionnaire and visual analogue scales assessing the parenthood experience.
The Portuguese version of the ERMPC comprises the following dimensions:
1) Ability and availability to provide effective care; 2) Ability to recognize the
others’ needs; 3) Self-focused motivations to provide care; and 4) Appraisal of
others as worthy of help. The ERMPC presents good reliability and validity indices. These results indicate the suitability of using this scale in the Portuguese
population, both in clinical and research contexts.
Key-words: Mental Representations of Caregiving Scale; Reliability; Caregiving;
Mental representations; Validity.
INTRODUÇÃO
A teoria da Vinculação (Bowlby,
1969/1982) constituiu um contributo
revolucionário na compreensão da interacção entre a criança e a figura parental, de que destaca o reconhecimenRIDEP · Nº 35 · VOL. 1 · 2013
to dos mecanismos que determinam
o comportamento da figura parental
(George & Solomon, 1996). Esta teoria preconiza que o comportamento da
figura parental é organizado por um
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sistema comportamental, recíproco ao
sistema comportamental de vinculação:
o sistema comportamental de prestação
de cuidados (Bowlby, 1969/1982;
George & Solomon, 1996, 1999).
A função biológica do sistema comportamental de prestação de cuidados
traduz-se, num primeiro momento, na
protecção da criança em condições de
ameaça/perigo (Solomon & George,
1996), tendo-se estendido, através de
processos de educação e socialização,
para incluir a preocupação genuína
com as pessoas que precisam de ajuda
ou que estão em sofrimento (de forma
temporária ou crónica). Este sistema
comportamental é, assim, um sistema altruísta, focado no bem-estar dos
outros e no seu desenvolvimento, e não
no bem-estar ou no estado emocional
do próprio indivíduo (Mikulincer &
Shaver, 2007).
A activação do sistema comportamental de prestação de cuidados ocorre
quando pistas internas ou externas indicam ao indivíduo que a outra pessoa
está em perigo ou que precisa de ajuda
(i.e., quando a figura parental percebe
as situações como ameaçadoras para a
criança), enquanto a sua desactivação
está associada a sinais de que a pessoa
está bem e em segurança. É a avaliação
que a pessoa faz das pistas que recebe,
e não a necessidade efectiva da outra
pessoa, que activa o sistema comportamental de prestação de cuidados.
Quando activado, este sistema orienta
a utilização de um reportório de comportamentos que visam a protecção ou
o alívio do sofrimento da pessoa (e.g.,
no caso da figura parental, agarrar e
manter-se próximo da criança ou, em
interacções entre adultos, mostrar interesse pelos problemas da pessoa e proporcionar ajuda instrumental; George
& Solomon, 1999; Mikulincer & Shaver, 2007; Solomon & George, 1996).
Representações mentais de
prestação de cuidados
A activação e a orientação do funcionamento do sistema comportamental
de prestação de cuidados têm subjacentes processos cognitivos (Mikulincer &
Shaver, 2007). As experiências prévias
de interacções de prestação de cuidados
vão sendo codificadas e integradas em
representações mentais cognitivas – as
representações mentais de prestação
de cuidados – que orientam os comportamentos de prestação de cuidados
quando o sistema comportamental é
activado, influenciando também as expectativas e os sentimentos do prestador de cuidados (Bell & Richard, 2000;
Solomon & George, 1996). Assim, estas representações mentais constituem
o factor explicativo das diferenças inter-individuais ao nível da prestação de
cuidados e, simultaneamente, da continuidade intra-individual ao nível das
interacções de prestação de cuidados
(Mikulincer & Shaver, 2007).
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George e Solomon (1989, 1996)
caracterizam as representações mentais de prestação de cuidados como incluindo avaliações: a) do self enquanto
prestador de cuidados (disponibilidade
para responder, capacidade de entender
os sinais do outro e eficácia das estratégias de prestação de cuidados); e b)
do outro, enquanto indivíduo que quer
e/ou merece ser cuidado e que sinaliza ou não a necessidade de cuidado.
Avaliações positivas do self (enquanto
disponível e eficaz na prestação de cuidados e capaz de identificar os sinais de
ajuda), do outro (enquanto merecedor
de ajuda) e da relação entre o self e o
outro estão associadas a interacções de
prestação de cuidados mais positivas e
eficazes.
A disponibilidade do prestador de
cuidados para responder a sinais de
ajuda está associada a aspectos motivacionais. A prestação de cuidados eficaz
associa-se à disponibilidade genuína do
indivíduo para prestar cuidados (motivações altruístas). Por outro lado, se o
indivíduo não se percepcionar como
disponível para ajudar os outros, o seu
comportamento de prestação de cuidados será orientado por motivações
focadas no self (motivações egoístas,
como conseguir recompensas ou evitar
consequências negativas) e pelas suas
necessidades, em detrimento do bemestar e das necessidades dos outros, ao
contrário do que caracteriza o sistema
comportamental de prestação de cuidaRIDEP · Nº 35 · VOL. 1 · 2013
dos (Feeney & Collins, 2001; Reizer &
Mikulincer, 2007).
Representações mentais de
prestação de cuidados e transição
para a parentalidade
A transição para a parentalidade
implica uma mudança de perspectiva
de criança (aquela que é vinculada)
para uma perspectiva de figura cuidadora (aquela que presta cuidados), que
é acompanhada pelo desenvolvimento
de representações mentais: a) de si próprios enquanto prestadores de cuidados
(com base nos modelos internos dinâmicos do self como tendo ou não capacidade e valor); b) da criança como
receptora de cuidados (a partir dos modelos internos dinâmicos dos outros);
e c) da relação pais-criança (George &
Solomon, 1996, 1999; Mikulincer &
Shaver, 2007).
A Escala de Representações Mentais
de Prestação de Cuidados
A Escala de Representações Mentais de Prestação de Cuidados - ERMPC
(Mental Representation of Caregiving
Scale) foi desenvolvida por Reizer e
Mikulincer (2007), para colmatar a lacuna existente no âmbito da avaliação
das representações mentais de prestação
de cuidados.
De facto, para além da entrevista
desenvolvida por George e Solomon
165
(1996) para avaliar a prestação de cuidados no contexto da relação pais-criança,
apenas Kunce e Shaver (1994) e Feeney
e Collins (2003) desenvolveram instrumentos de auto-resposta que se focaram
na avaliação das interacções de prestação de cuidados. A escala de Kunce e
Shaver (1994; Caregiving Questionnaire) avalia atitudes de prestação de cuidados em relações românticas, incluindo quatro dimensões: manutenção da
proximidade, sensibilidade aos sinais de
pedido de ajuda do parceiro, prestação
de cuidados controladora e prestação de
cuidados compulsiva. Por outro lado, a
escala de Feeney e Collins (2003; Motivations for Caregiving Questionnaire)
centrou-se na avaliação das motivações
para a prestação de cuidados (e.g., motivações egoístas e motivações altruístas).
No entanto, e conforme referido por
Reizer e Mikulincer (2007), estas escalas apresentam duas restrições: 1) foram
construídas especificamente para avaliar
as interacções de prestação de cuidados
no contexto de relações românticas; e 2)
não incluem as dimensões de avaliação
do self e do outro, que constituem as
representações mentais de prestação de
cuidados.
Com base na conceptualização
teórica e nas escalas existentes, e na
tentativa de superar as restrições que
estas apresentavam, foi desenvolvida
a ERMPC, cuja construção e validação
foi apresentada em cinco estudos (Reizer & Mikulincer, 2007).
No primeiro estudo, com uma
amostra de 841 participantes (526 mulheres), foi definida a versão final da
ERMPC, com 27 itens, respondidos
numa escala tipo Likert (de 1 = Discordo muito a 7 = Concordo muito), e organizados em cinco dimensões: 1) capacidade percebida para reconhecer as
necessidades do outro; 2) capacidade
percebida para proporcionar uma ajuda eficaz; 3) avaliação do outro como
merecedor de ajuda; 4) motivações
egoístas para prestar ajuda; e 5) motivações altruístas para prestar ajuda. Os
coeficientes de consistência interna das
dimensões oscilaram entre .75 e .80.
De forma geral, os restantes estudos atestam as boas características psicométricas da escala. Os coeficientes
de fiabilidade foram semelhantes aos
encontrados no primeiro estudo. No
que respeita à validade, foram também
encontradas associações significativas
entre dimensões da escala e constructos
como vinculação evitante ou ansiosa,
preocupação empática e benevolência
(procura da preservação e da melhoria
do bem-estar de pessoas próximas).
No último estudo realizado, os autores procuraram examinar a validade
de constructo da escala no contexto da
relação pais-criança, numa amostra de
adultos recém-casados sem filhos (N =
110 casais). Os resultados mostraram
que representações mentais de prestação de cuidados mais positivas e menos motivações egoístas para prestar
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ajuda estavam associadas a um maior
desejo de parentalidade, a sentimentos
positivos e expectativas de auto-eficácia relativas à parentalidade, suportando a sua validade de constructo neste
contexto.
Objectivos
O presente estudo teve como objectivos analisar a estrutura factorial e
examinar as características psicométricas da versão portuguesa da ERMPC.
Para isso, recorremos a uma amostra
de mulheres e homens da população
portuguesa que, há cerca de um mês,
foram pais de um bebé saudável, por
este ser um contexto privilegiado de
interacções de prestação de cuidados e,
consequentemente, de activação do sistema comportamental de prestação de
cuidados e das representações mentais
que lhe estão subjacentes.
MÉTODO
Procedimento e amostra
Este estudo faz parte de um estudo
longitudinal mais vasto (denominado
“Transição para a parentalidade em
casais com indicação para diagnóstico
pré-natal”), que foi aprovado pela Comissão de Ética dos Hospitais da Universidade de Coimbra. A amostra foi
recolhida nas consultas de Diagnóstico
Pré-Natal e de Obstetrícia da MaterniRIDEP · Nº 35 · VOL. 1 · 2013
dade Dr. Daniel de Matos. Os participantes foram inicialmente contactados
durante o segundo trimestre de gravidez (primeiro momento de avaliação);
após serem explicados os objectivos
da investigação, aqueles que aceitaram
participar preencheram o formulário de
consentimento informado. Cada casal
recebeu dois protocolos de avaliação
(um para cada membro), tendo-lhes
sido pedido que os devolvessem preenchidos na data da próxima consulta.
Nos restantes momentos de avaliação
(um mês - segundo momento de avaliação - e seis meses após o nascimento do bebé - terceiro momento de
avaliação), os protocolos de avaliação
foram enviados por correio aos participantes, juntamente com um envelope
pré-selado para que pudessem devolver
os questionários já preenchidos.
O estudo que aqui apresentamos
constitui um recorte relativo ao segundo momento de avaliação. Foram
considerados os seguintes critérios de
inclusão: a) homens e mulheres que
foram pais de um bebé saudável há
cerca de um mês; b) idade superior a
18 anos; e c) um nível de compreensão
que permitisse o preenchimento dos
protocolos.
A amostra final deste estudo foi
constituída por 500 participantes, que
foram aleatoriamente divididos em
dois grupos: o Grupo 1 para realizar
uma análise exploratória da estrutura
dimensional da escala (n = 236, 47.2%)
167
e o Grupo 2 para proceder à análise
confirmatória da estrutura original da
escala (e à sua comparação com a estrutura obtida através da análise factorial exploratória - AFE - realizada
no Grupo 1, caso esta seja distinta; n
= 264, 52.8%). As características sociodemográficas dos dois grupos são
apresentadas no Quadro 1, tendo-se verificado que os dois grupos são homogéneos quanto às suas características.
Quadro 1. Caracterização da amostra (N = 500).
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168
Instrumentos
Para além de uma grelha com
informação sociodemográfica e clínica
(relacionada com a gravidez e o nascimento do bebé), os participantes preencheram um conjunto de instrumentos
de auto-resposta, nomeadamente:
• ERMPC (Reizer & Mikulincer,
2007): As principais características
desta escala foram descritas na introdução. Após ter sido obtida a autorização dos autores da versão original da
escala para a sua tradução e adaptação
para a população portuguesa, iniciouse o processo de tradução da escala. O
questionário começou por ser traduzido para português por duas pessoas (de
forma independente), originando uma
versão final concertada. Posteriormente, procedeu-se à tradução da versão
portuguesa da escala para inglês, por
uma terceira pessoa fluente na língua
inglesa. As duas versões em inglês (a
original e a que foi traduzida a partir
da versão portuguesa) foram comparadas pelos autores da versão portuguesa
e da versão original da escala. Dada a
inexistência de diferenças importantes
entre as duas versões ao nível do significado dos itens, a versão portuguesa da
escala ficou concluída.
• Questionário de Confiança Parental – QCP (Maternal Confidence
Questionnaire; versão portuguesa:
Nazaré, Fonseca, & Canavarro, no
prelo): a versão portuguesa desta escaRIDEP · Nº 35 · VOL. 1 · 2013
la, destinada a avaliar a percepção de
confiança no papel de mãe/pai, é constituída por 13 itens, respondidos numa
escala de frequência (de 1 = Nunca a
5 = Sempre). A escala organiza-se em
três dimensões (Conhecimento acerca
do bebé, Prestação de cuidados ao bebé
e Avaliação da experiência de parentalidade), podendo também calcularse uma pontuação global. Pontuações
mais elevadas são indicadoras de níveis mais elevados de confiança parental. Na nossa amostra, o valor de alfa
de Cronbach foi .85.
• Escala de Vinculação no Adulto
– EVA (Adult Attachment Scale - Revised; versão portuguesa: Canavarro,
Dias, & Lima, 2006): escala constituída por 18 itens, respondidos numa escala de Likert de 5 pontos (de 1 = Nada
característico em mim a 5 = Extremamente característico em mim), com o
objectivo de avaliar a vinculação no
adulto. A EVA organiza-se em duas dimensões: Ansiedade (modelo do self,
avalia o grau de ansiedade relacionada
com questões interpessoais de receio
de abandono e/ou de não ser querido)
e Evitamento (modelo dos outros, avalia o grau de confiança e a percepção
de disponibilidade dos outros, bem
como o grau de conforto com a proximidade e intimidade com os outros).
Pontuações superiores são indicadoras, respectivamente, de uma maior
ansiedade ou receio relacionado com
questões interpessoais (e.g., abandono)
169
e de uma menor confiança nos outros
e menor conforto com a proximidade
(Collins, 2008). Na nossa amostra, os
valores de alfa de Cronbach foram .84
(Ansiedade) e .64 (Evitamento).
Foi ainda pedido aos participantes
que respondessem a um conjunto de
questões respeitantes ao papel parental
e à relação com o bebé: a dificuldade de
adaptação ao papel parental (“Considera que a sua adaptação ao nascimento
do bebé e ao papel de mãe foi…”), a
percepção de realização no papel parental (“Até que ponto se sente realizada/o
como mãe/pai neste momento?”) e a
satisfação na relação com o bebé (“Até
que ponto se sente satisfeita/o com a
sua relação com o seu bebé neste momento?”), utilizando escalas analógicas
visuais (de 0 = Nada difícil/realizada/
satisfeita a 100 = Extremamente difícil/
realizada/satisfeita).
Análises estatísticas
As análises estatísticas foram realizadas com o software IBM SPSS Statistics 19, à excepção da Análise Factorial
Confirmatória, para a qual foi utilizado
o software IBM SPSS AMOS 18. Foram excluídos das análises os sujeitos
que apresentavam não-respostas na
Escala de Representações Mentais de
Prestação de Cuidados. Nas restantes
variáveis, a presença de não-respostas
era aleatória, não se tendo procedido à
sua substituição.
Para a caracterização das amostras,
foram utilizadas estatísticas descritivas
(como frequências absolutas e relativas
percentuais, médias e desvios-padrão)
e ainda testes de igualdade de valores
médios (comparando as duas populações 1 e 2) e testes de Qui-Quadrado
de homogeneidade. Estatísticas descritivas (frequências absolutas e relativas percentuais, mediana e amplitude
inter-quartil, mínimo e máximo) foram
também utilizadas para caracterizar os
itens em termos da sua distribuição.
A validade de constructo da ERMPC
foi analisada recorrendo a duas estratégias, um procedimento semelhante
ao utilizado por Martínez-Pampliega,
Castillo, & Vázquez (2011): a) uma
estratégia exploratória, para examinar
a organização factorial da escala numa
cultura diferente daquela para a qual
foi originalmente concebida; b) uma
estratégia confirmatória, para testar o
modelo da estrutura original da escala
e comparar esse modelo com a nova estrutura encontrada.
O primeiro passo correspondeu à
estratégia exploratória. No Grupo 1
da amostra, foi realizada uma Análise em Factores Comuns e Específicos
(AFCE) usando o método de Componentes Principais (rotação varimax).
Após a realização da AFCE e da sua
interpretação, foi realizada no Grupo
2 da amostra a técnica de Análise Factorial Confirmatória (AFC) para testar
dois modelos: o modelo original de 5
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170
factores (Modelo 1) e o modelo resultante da AFCE (Modelo 2). Apenas para a
realização da AFC, foi utilizado o parcelamento dos itens. O parcelamento
(agregação de itens individuais em parcelas, que são utilizadas para representar
o constructo latente) foi utilizado para
reduzir o número de itens no modelo de
medida e o número de parâmetros a estimar, para reduzir a não-normalidade e
para melhorar o ajustamento do modelo
(Bandalos, 2002; Little, Cunningham,
Shahar, & Widaman, 2002). Para cada um
dos modelos testados, foram criadas três
parcelas por factor, utilizando o algoritmo factorial (os itens foram distribuídos
tendo em conta a saturação que apresentaram em relação ao factor; Matsunaga,
2008). A avaliação da qualidade dos
modelos testados na AFC foi feita com
o teste de ajustamento de qui-quadrado
(χ2) – testa o ajustamento entre o modelo
hipotético e o modelo empírico, devendo
ser não significativo estatisticamente (p >
.05); no entanto, devido à elevada sensibilidade deste teste à dimensão da amostra (em amostras de grande dimensão,
verifica-se uma probabilidade de rejeitar
a hipótese nula quando ela é verdadeira
(erro Tipo I) acrescida; Maroco, 2010),
devem ser considerados outros índices.
Assim, foram considerados os seguintes
índices de ajustamento: o índice de ajustamento absoluto χ2/g.l. (considerado
bom se for inferior a 2 e aceitável se se
situar entre 2 e 5, inclusive); o Normative
Fix Index – NFI, o Goodness of Fit Index
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– GFI e o Comparative Fit Index – CFI
(cujos valores devem ser superiores a .90
para o modelo ser considerado adequado,
com valores superiores a .95 a indicar um
ajustamento muito bom do modelo); e o
Root Mean Square Error of Approximation – RMSEA (que deve ser < .10 para o
modelo ser considerado ajustado; Maroco, 2010).
Para a comparação entre os dois
modelos, foi ainda calculado o valor de
Δχ2 (diferença entre os valores de χ2
do Modelo 1 e do Modelo 2) e o valor de significância estatística que lhe
está associado; um valor de Δχ2 significativo é indicador de que o modelo
que apresenta um valor inferior de χ2
constitui uma aproximação significativamente melhor entre as matrizes estimadas (modelo estimado) e as matrizes
observadas (dados empíricos; Kline,
2011). Além disso, foi também considerado o Critério de Informação de
Akaike (AIC), um índice que não apresenta valores referenciais para classificar o ajustamento do modelo, mas que
é apropriado para comparar modelos
alternativos que se ajustem igualmente aos dados (o melhor modelo é o que
apresenta valores inferiores neste índice; Byrne, 2010).
Após a realização da AFC que comparava os dois modelos (Modelo 1 e 2),
foi seleccionado o melhor modelo, com
base nos critérios acima referidos. Posteriormente, a AFC do modelo seleccionado foi repetida na amostra total.
171
Tendo como referência o modelo escolhido, foi também avaliada a validade e
a fiabilidade da escala. Para avaliar as
validades convergente e discriminante
da escala, foram realizadas correlações
de Pearson entre as dimensões da escala
(modelo final) e outras variáveis. Para
averiguar a fiabilidade da escala foram
calculados os valores do Coeficiente de
Alfa de Cronbach para cada factor da
escala e os valores de Alfa de Cronbach excluindo o item para cada item,
bem como as correlações item-total e
item-total corrigidas. Finalmente, foi
conduzida uma MANOVA para avaliar
as diferenças de género nas diferentes
dimensões da ERMPC, seguindo-se a
realização de testes univariados quando o efeito se revelou significativo.
RESULTADOS
Características distribucionais dos
itens
Nos Quadros 2 e 3 são apresentadas
as estatísticas descritivas e as características distribucionais dos itens.
Quadro 2. Tabela de frequências absolutas e relativas percentuais dos itens
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172
Como se verifica, em todos os itens
à excepção do item 06, todas as opções
de resposta foram seleccionadas por,
pelo menos, um participante. A pontuação mediana dos itens e a sua amplitude inter-quartil sugere que a maioria
dos respondentes seleccionou opções
de resposta mais próximas de um dos
extremos na escala.
Validade de constructo
AFCE
Os valores da estatística de KaiserMeyer-Olkin (KMO = .84) e do teste de
Bartlett (p < .001) mostraram a adequabilidade da utilização da estrutura de
correlação entre os itens, para aplicar
a AFCE. A solução obtida inicialmente
Quadro 3. Características distribucionais dos itens.
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173
(utilizou-se o critério de extracção de
Kaiser– valores próprios > 1) sugeriu
uma estrutura factorial de seis factores que, no seu conjunto, explicavam
56.9% da variabilidade, embora os 2
últimos explicassem uma variabilidade muito baixa (< 5%) e não fossem,
por isso considerados. Adicionalmente, a interpretação do scree plot sugeriu uma solução de quatro factores,
que nos fez optar pela repetição da
AFCE, pedindo a extracção de quatro
factores. A solução final obtida explica uma variabilidade de 48.6%: o primeiro factor explica 23.1% da variabilidade, e o segundo, terceiro e quarto
factores explicam, respectivamente,
10.9%, 8.5% e 6.1%. Todos os itens
saturam apenas num factor, à excepção do item 01, que apresenta pesos
semelhantes no factor 1 (peso = .46) e
no factor 2 (peso = .42). Pelo significado conceptual do item, optámos por
mantê-lo no segundo factor. No Quadro 4, encontra-se a estrutura factorial
da versão portuguesa da ERMPC, bem
como o factor a que pertencia cada um
dos itens na estrutura original da escala.
AFC
Foram testados dois modelos:
Modelo 1 (estrutura original da escala, cinco factores correlacionados) e
Modelo 2 (resultante da AFCE, quatro factores correlacionados). Para os
dois modelos, foram criadas parcelas
(a constituição de cada parcela é apresentada no Quadro 5). A análise dos
valores de assimetria e curtose das
parcelas criadas mostrou que nenhuma apresentava valores indicadores
de uma violação séria do pressuposto
de normalidade (valores de assimetria
> 3, valores de curtose > 10), possibilitando a realização da AFC (Kline
2011, Maroco, 2010).
Os índices de ajustamento dos
modelos testados são apresentados
no Quadro 5. Como se pode notar, a
análise de ajustamento dos dois modelos aos dados observados conduz a
resultados significativos da estatística
χ2, indicando pobre ajustamento entre
o modelo estimado e o modelo empírico. Devido à elevada sensibilidade
deste teste à dimensão da amostra,
este indicador não é, por si só, suficiente para avaliar a adequabilidade
dos modelos.Quadro 5.
A análise do ajustamento dos modelos com os diferentes índices aponta
para o melhor ajustamento do Modelo
2, comparativamente ao Modelo 1. O
cálculo do valor de Δχ2 [Δχ2(32) =
77.67, p < .001] indica que o Modelo
2 mostra um ajustamento significativamente melhor (traduzida numa melhor aproximação entre as matrizes estimadas e as matrizes observadas ou dados
empíricos; Kline, 2011). O valor de AIC,
inferior no Modelo 2, reforça esta conclusão. Face ao melhor ajustamento do
Modelo 2, este foi replicado com a amosRIDEP · Nº 35 · VOL. 1 · 2013
174
Quadro 4. Estrutura factorial da ERMPC (AFCE) (n1 = 236).
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Quadro 5. Índices de ajustamento dos modelos testados (AFC) (n2 = 264).
tra total. Os seus índices de ajustamento,
considerando a amostra total, mostram
também a adequação do modelo [χ2(48)
= 137.12, p < .001; χ2/g.l. = 2.86; NFI
= .93; GFI = .96; CFI = .95; RMSEA =
.06]. A representação gráfica do modelo é
apresentada na Figura 1.
Validade convergente e discriminante
No Quadro 6, apresentam-se dados
relativos à validade da escala. Destacam-se as relações directas significativas entre a percepção de confiança
parental (MCQ) e os dois primeiros
factores da ERMPC. Os participantes
com pontuações mais elevadas nestes
factores reportam também maior satisfação e realização no papel parental,
bem como menor dificuldade de adaptação a esse papel.
Foram também encontradas relações inversas significativas entre o
Factor 4 da ERMPC e a dimensão Evitamento, verificando-se que percepção
de menor confiança e menor conforto
com a proximidade dos outros (pontuações mais elevadas na dimensão
Evitamento) se associa a menor avaliação dos outros como merecedores de
cuidado/ajuda.
Fiabilidade
A escala apresenta bons indicadores
de consistência interna (coeficientes de
alfa de Cronbach variaram entre .70 e
.80; cf. Quadro 7). Adicionalmente, todos os itens se mostraram significativamente correlacionados com a pontuação
total do factor a que pertencem e apresentaram, à excepção do item 26, correRIDEP · Nº 35 · VOL. 1 · 2013
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Figura 1. Análise factorial confirmatória da ERMPC
(amostra total, n = 500).
lações item-total corrigidas com valores
superiores a .30, tal como sugerido por
Field (2009), o que indica que os itens
representam adequadamente o constructo que cada factor da escala pretende
medir. Também não se verificaram, com
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excepção de um item (item 26), aumentos substanciais do coeficiente de fiabilidade (alfa de Cronbach) do respectivo
factor quando o item era excluído, o que
demonstra que todos os itens contribuem para a fiabilidade da escala.
177
Quadro 6. Validade convergente e discriminante da ERMPC – coeficientes
de correlação de Pearson (n= 500).
Quadro 7. Fiabilidade (n = 500).
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178
Diferenças de género
Sendo teoricamente esperado que
este constructo reflicta diferenças de
género, procedeu-se também à análise destas diferenças. Verificou-se um
efeito multivariado do género (Traço de
Pillai = .08, F4,495 = 10.93, p < .001).
As análises dos efeitos univariados sugeriram a existência de diferenças em
três dos quatro factores da escala: as
mulheres apresentaram pontuações significativamente mais elevadas nos factores Capacidade e disponibilidade para
a prestação de cuidados (M = 5.53, DP
= 0.71 vs. homens: M = 5.28, DP = 0.74,
F = 15.25, p < .001) e Capacidade de
reconhecer as necessidades dos outros
(M = 5.33, DP = 0.93 vs. homens: M =
4.79, DP = 1.07, F = 35.41, p < .001),
enquanto os homens apresentaram valores mais elevados no factor Motivações
para prestar cuidados focadas no self
(M = 2.11, DP = 0.75 vs. mulheres: M
= 1.84, DP = 0.65, F = 18.00, p < .001).
DISCUSSÃO
Este trabalho teve como objectivo a
adaptação e o estudo das características
psicométricas da versão portuguesa da
ERMPC, um instrumento desenvolvido com o intuito de colmatar a lacuna
existente no âmbito da avaliação das
representações mentais de prestação de
cuidados. A amostra seleccionada para
este estudo (pais de um bebé saudável
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com cerca de um mês de idade) constitui um contexto favorecedor da activação do sistema comportamental de
prestação de cuidados e, consequentemente, das representações mentais que
lhe estão subjacentes.
A análise da estrutura da ERMPC,
utilizando simultaneamente uma estratégia exploratória e uma estratégia confirmatória, permitiu-nos concluir que a
estrutura factorial da versão portuguesa
da escala é semelhante à estrutura da
versão original, embora não lhe seja
totalmente sobreponível. A principal diferença entre as duas estruturas encontra-se ao nível das dimensões que avaliam as motivações para prestar ajuda.
Enquanto a versão original compreende
duas dimensões motivacionais – motivações altruístas (com foco no bem-estar do outro e associadas à activação do
sistema comportamental de prestação
de cuidados) e motivações egoístas
(com foco no bem-estar individual e nas
consequências para o self) –, na versão
portuguesa apenas foi identificada a
dimensão Motivações focadas no self
(motivações egoístas); os itens que avaliam as motivações altruístas passaram
a integrar o factor Capacidade e disponibilidade para a prestação de cuidados. Na nossa opinião, esta integração
justifica-se pelo facto de as motivações
altruístas estarem indissociavelmente ligadas à activação do sistema comportamental e das representações mentais de
prestação de cuidados.
179
Assim, a estrutura final da ERMPC
inclui duas dimensões de representações mentais de prestação de cuidados focadas na avaliação do self como
prestador de cuidados (Factores 1 e 2) e
uma de representações mentais focadas
na avaliação do outro como merecedor
de cuidados (Factor 4), bem como a
avaliação de motivações para prestar
cuidados focadas no self (Factor 3).
O primeiro factor – Capacidade e
disponibilidade para a prestação de
cuidados – avalia a percepção individual da capacidade para prestar cuidados, de forma eficaz, a uma pessoa
que necessite de ajuda e a percepção
individual da disponibilidade genuína
para se envolver nessa prestação de
cuidados (foco nas necessidades dos
outros). O segundo factor – Capacidade de reconhecer as necessidades dos
outros – avalia a percepção individual
acerca da capacidade para estar atento,
identificar e reconhecer as necessidades das outras pessoas, os seus pedidos
de ajuda e/ou a forma como se sentem.
Pontuações superiores nestes factores
indicam uma maior percepção de eficácia e disponibilidade para prestar
cuidados, bem como para identificar os
sinais de pedidos de ajuda.
As motivações para prestar cuidados focadas no self (e.g., obter benefícios ou vantagens, evitar consequências negativas) são avaliadas no
terceiro factor. As motivações avaliadas neste factor não correspondem às
motivações pelas quais o sistema comportamental de prestação de cuidados
é orientado. No entanto, julgamos que
a sua inclusão no contexto da ERMPC
é importante para ajudar a discriminar
a prestação de cuidados orientada pela
activação do sistema comportamental daquela que é orientada por motivações focadas no self.
O quarto factor – Avaliação dos
outros como merecedores de ajuda –
avalia a percepção individual acerca dos
outros enquanto pessoas merecedoras
de ajuda e cuidados, em caso de necessidade (não constituindo uma avaliação
do mérito individual da outra pessoa,
mas antes uma avaliação geral do acto
de ajudar ou prestar cuidados e do direito dos outros a serem cuidados). Pontuações mais elevadas neste factor são
indicadoras de uma avaliação positiva
dos outros como merecedores de ajuda.
Os resultados relativos às características distribucionais dos itens
apontam para uma tendência dos participantes para respostas próximas dos
extremos da escala; especificamente, a
maioria dos participantes apresenta um
enviesamento para pontuações altas
nos itens pertencentes aos Factores 1,
2 e 4 (representações mentais positivas
do self e do outro) e um enviesamento
para pontuações baixas nos itens pertencentes ao Factor 3 (menores motivações para prestar cuidados focadas
no self). Estes resultados são esperados
tendo em conta a amostra do nosso esRIDEP · Nº 35 · VOL. 1 · 2013
180
tudo, que constitui um contexto privilegiado de activação de representações
mentais de prestação de cuidados, pelas constantes interacções entre a figura
parental e a criança.
O estudo da fiabilidade e da validade da escala aponta, na generalidade,
para as boas características psicométricas do instrumento, tal como na versão
original. No que respeita à validade,
destacamos particularmente as associações com as dimensões de vinculação, que apoiam o papel dos modelos
internos dinâmicos na construção dos
modelos representacionais de prestação de cuidados (George & Solomon,
1996, 1999).
Finalmente, foram encontradas diferenças de género ao nível das representações mentais de prestação de cuidados: as mães apresentavam menos
motivações focadas no self para prestar cuidados e representações mentais
mais positivas do self enquanto prestador de cuidados. Estes resultados são
consistentes com os encontrados pelos
autores da versão original e podem ser
explicados pelo facto de as mães serem,
com maior frequência, o principal prestador de cuidados nos primeiros meses
de vida da criança (e.g., Moura-Ramos
& Canavarro, 2007), o que se traduz na
oportunidade de desenvolver representações mentais do self enquanto prestador de cuidados mais positivas.
Apesar dos seus importantes resultados, este estudo tem também algumas
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limitações, nomeadamente a não realização de um estudo-piloto após a conclusão do processo de tradução, a não
avaliação da estabilidade temporal das
representações mentais de prestação
de cuidados e a não inclusão de um
grupo de comparação (e.g., grupo de
casais sem filhos) que permitisse avaliar a capacidade discriminativa desta
escala. De igual forma, será útil estudar as características psicométricas da
ERMPC noutras amostras, verificando
se a estrutura da escala é replicada no
contexto de outras interacções privilegiadas de prestação de cuidados (por
exemplo, entre cuidadores de crianças
ou adultos com doenças crónicas). Adicionalmente, tal como já foi referido
pelos autores originais, é também necessário compreender melhor o papel
das motivações focadas no self, isto é,
o grau em que os comportamentos de
prestação de cuidados orientados por
estas motivações podem ser eficazes
(Reizer & Mikulincer, 2007).
CONCLUSÃO
Em suma, a versão portuguesa da
ERMPC apresenta boas características
psicométricas, tornando adequada a
sua utilização na população portuguesa para avaliar as representações mentais de prestação de cuidados. A sua
aplicação fácil e rápida constitui uma
vantagem deste instrumento de autoresposta, que pode ser utilizado tanto
181
em contexto de investigação como em
contexto clínico.
A avaliação de dimensões representacionais e cognitivas da prestação de cuidados é essencial para
a compreensão das diferenças interindividuais ao nível das interacções
de prestação de cuidados, quer entre
adultos, quer entre a figura parental e a
criança.
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